微信使用中的孤独感研究——基于多重中介比较模型的视角

杨逐原 郝春梅

麻省理工学院教授雪莉·特克尔，数十年来专注于人与技术关系的研究。她在社交媒体盛行的时代提出了一个线上人际交往的悖论，即“群体性孤独”，批判性地指出人们“为了连接而牺牲了对话”。[1]社交媒体虽然拓展了人们的连接，但由于其对面对面交往的排斥，人们反而感觉更孤独。当下，人们将自己与陌生人或熟人之间的所有社会关系都通过社交媒体连接起来，并在此类技术空间中花费更多时间来维系这些关系，人们不由得开始思考这些新型交往方式对人际关系的影响。[2]

特克尔关于社交孤独的论述基于线上交往对线下社交的“替代”假说，同时，其研究的社交媒体如Facebook等主要是弱连接媒体，理论假设便建立在线上社交等同于陌生人社交的基础上。董晨宇等认为，在中国互联网语境下讨论“孤独社交”这个命题时，首先要区分不同社交媒体的性质，如国内用户最多的社交媒体微信中的社交通常是线下熟人社交的线上转移，因此以熟人社交为主的微信恰恰为人们与好友保持联系、抵御孤独提供了一个即时便捷的渠道。[3]然而也要看到，随着线上“好友”的泛化，微信上的社交网络不仅包含亲密关系，也涵括了更多泛泛之交甚至是陌生人等，这可能加剧微信中的社会比较，继而增强用户的孤独感。由此可见，在微信使用对孤独感的影响中可能存在两条截然相反的作用路径。本研究基于社会支持理论，探讨了在线情感支持作用于孤独感的中介效应，同时基于微信社交“好友”泛化现象，引入了社会比较这一中介变量，构建了包含“促进因素-阻碍因素”的反向权衡框架并对模型中的多重中介路径进行比较分析，以此深化对社交孤独的影响机制研究。

(一)孤独感、社会支持及情感支持相关文献分析

1.孤独感

孤独感涉及一系列复杂的感觉、认知、沮丧和负面情绪体验。在性质定义上，一种观点认为孤独是一种单一的状态，它只在强度上有所不同。Weiss通过提出两种不同类型的孤独来描述孤独的多维本质，即社交孤独与情感孤独，前者源于社交网络的缺乏，后者是一种情绪状态，指缺乏令人满意的依恋关系。[4]然而，由于孤独感是一种主观感觉，因此孤独感不一定与客观的社会网络相符，比如，一些人即使拥有广泛的社会关系网络也会觉得孤独。本研究选取心理学关于孤独感的定义，认为孤独感是一种因个体的社会关系网络无法满足其需求而产生的失落情况，[5]核心特征在于个体的情感性孤独。也就是说，社交媒体的技术可供性虽然拓展了人们的社会性连接，但这并不等于人们不会在情感上感到孤独。

2.社会支持及情感支持

社会支持(social support)有利于帮助个体摆脱困境，且对个人的身心健康具有重要的心理调节价值。[6]社会支持指一个人在社会团体中感知和体验到的爱、关心、尊重和重视，其中，社会支持理论的主效应模型认为社会支持具有广泛的增益功能，良好的社会支持可以有效抑制个体的孤独感等消极情绪。[7]社会支持并不需要激活也能发挥有益作用，甚至是感知到的社会支持比实际拥有的社会支持更为裨益。[8]

传统的面对面交往一直是获得社会支持的有效方式，作为新新媒介人类社交实践的重要场域，社交媒体丰富了人们获取社会支持的渠道。Yao等通过实证研究发现，在不同的在线社会支持类型中，与信息支持和工具性支持相比，情感支持对心理健康的影响最有效，并常通过亲密关系获得；
且那些表征面对面群体的社会支持资源同样存在于在线社会支持群体中。[9]由于“社交孤独”假说的逻辑基础在于线上社交对面对面交往的替代，那么，探究线上社会交往能否提供有效的情感支持以帮助个体抵御孤独感，便是本研究的核心思路之一。

在研究线上社交对情感支持的影响时，需要排除来自面对面情感支持的干扰。Shensa等在面对面情感支持量表的基础上，制定了单独评估来源于社交媒体的情感支持量表，并通过实证研究验证了该量表的有效性。研究结果显示，来自社交媒体的情感支持具有与传统面对面情感支持截然不同的结构，且来自社交媒体的情感支持与面对面的情感支持相比，在预防抑郁风险上的价值更低。这可能受到其他外在因素如用户特征的影响，比如社交媒体的可得性使其成为与他人联系的诱人选择，特别是对于那些地理或社会孤立、行动不便或时间不足的人而言。[10]国内以大学生群体为研究对象的实证研究表明，大学生手机依赖者可以通过网络社交获取社会支持从而降低孤独感，且网络社会支持的维度之一即情感支持与孤独感显著负相关。[11]鉴于孤独是预测大学生抑郁的有效指标，[12]本研究认为，在线情感支持有助于缓解个体的孤独感，并将最新的在线情感支持量表应用于微信使用与孤独感的研究，有助于丰富社交孤独假说的经验研究。

(二)研究假设

1.微信使用与孤独感

目前，关于线上社交孤独的实证研究尚存在分歧。支持社交媒体有助于缓解孤独感的部分研究认为，线上交往可以显著降低孤独和抑郁情绪，同时感知到的社会支持和自尊也明显增加，[13]尤其显著的是，虚拟社交更有利于帮助那些孤独与抑郁症患者减轻因内向、焦虑等性格因素造成的孤独感，[14]但与此同时，孤独的人往往每天花更多的时间在Facebook上，且偏向于使用那些消极功能。[15]因此，部分学者认为非社交性的社交媒体使用不仅无法缓解孤独感，同时也会挤占现实面对面交往的时间从而产生消极的心理后果。

随着研究的深入，更多学者逐渐认识到，线上社交与线下交往实则是相互补充、相互促进的关系。相关的用户研究表明，媒介使用和面对面交流的频率呈正相关，学生使用互联网进行社交的频率越高，越可能增加其面对面交流、打电话或发邮件的行为[16]；
电子邮件的重度用户也比轻度用户在人际交往中进行更多的面对面交谈[17]。当线上交往能够进一步促进线下互动时，在线弱关系便可能转化为线下亲密关系，个体会从社会网络中得到更多社会和情感支持。[18]在这种情况下，便不能将用户的线上社交视为纯粹的陌生人社交，因此用户更可能在与亲密好友的线上交往中获得情感支持来抵御孤独感。关于社交媒体使用是否会带来孤独感这一问题，有学者否定了两者之间的简单线性联系，认为社交媒体的交往情境和技术特征是影响孤独感的重要因素。[19]我国最大的社交媒体——微信，是以熟人为主的线上社交平台，因此随着微信使用强度的增加，用户更可能增强与重要他人的情感连接，以此减少孤独感的产生。

结合以上分析，本研究提出以下研究假设：

H1：微信使用强度显著负向预测孤独感

H2：微信使用强度正向预测情感支持，情感支持负向预测孤独感

2.定向交流与孤独感

社会资本的本质特征是联系性，其重要功能之一即社会支持功能，社会资本为其成员提供的信息和资源常以情感支持或信息支持的形式出现，情感支持来自个体的亲密关系纽带，有助于帮助个体应对心理压力。[20]其中，桥接型社会资本(bridging social capital)可以带来信息资源，人们的关系属于弱关系，几乎不能提供情感支持；
相比之下，凝聚型社会资本(bonding social capital)对应的是人们的强关系，适合进行情感类社会支持的互惠交换。[21]

在已有关于社交孤独的研究中，多数研究着眼于总体的微信使用对孤独感的影响，之后逐渐细化到特定的社交媒体使用方式的差异对社会资本和孤独感等所造成的不同影响。Burke等人将用户在Facebook上的社交互动类型细分为定向交流(directed communication)和信息流消费(content consumption)两种。[22]前者包括直接交流、发出和收到的赞与评论等，是一种发生在用户与少数好友之间的主动性社交行为；
后者则是一种被动的社交网络使用方式，如更新社交状态等，以此来维护庞大、多样的社交关系。其研究指出，定向交流与凝聚型社会资本和更低的孤独感相关，而信息流消费反而会削弱个体的桥接型社会资本和凝聚型社会资本，也会加剧个体的孤独感；
其背后的原因在于，好友间的信息交换行为不仅是友谊关系的产物，还是建立和维持友谊的工具，而定向交流能够承载个性化的内容，更容易向接收者传达其社交诚意和情感关怀。因此，发生在少数好友之间的定向交流便可能通过提供情感支持来缓解用户的孤独感。

虽然相关研究是根据国外的社交媒体如Facebook等来对人们的线上社交行为进行分类的，但这一分类方式和思路在研究本土语境中的微信社交时也具有一定的适用性。微信的设计与开发便源于国外的Facebook，两者具有相似的技术装置，如发朋友圈对应墙贴功能。周懿瑾等根据Burke等人的分类，比较了定向交流中的点赞和评论这两种社交方式在微信朋友圈中的应用及其对社会资本的影响，发现两者在社会资本方面表现出相反的影响。其中，评论行为能够增加个体的凝聚型和桥接型社会资本，而单独的点赞对这两类社会资本均无明显的积极影响。[23]那么，点赞与评论行为是否有助于降低用户的孤独感？Deters与Mehl通过控制实验发现，加大社交媒体状态的更新频率，可以使被试产生每天都与朋友紧密联系的感觉，并在短期内显著降低其感知到的孤独感，但点赞和评论并不是状态更新产生积极社会效应的必要条件，这种效果的产生可能是促使好友发起直接社交互动来实现的。[24]

由此可见，不同的定向交流方式所产生的情感连接效果也是不同的。根据强弱关系理论，强关系的一个表现即为经常性的互动和深入的交流，本研究将定向交流操作化为与微信上的强关系好友(如家人、朋友、恋人等)联系的频率和交流的深度两个维度，以测量用户利用微信进行主动社交的程度。鉴于强关系间的交往有助于为个体提供情感支持，本研究提出以下假设：

H3：微信使用强度显著正向预测定向交流

H4：定向交流在微信使用强度与孤独感之间起中介作用，且负向预测孤独感

H5：定向交流与情感支持在微信使用强度与孤独感之间起链式中介作用，且负向预测孤独感

3.社会比较与孤独感

虽然有研究认为，即使没有直接的互动如点赞、评论等，仅仅浏览他人在社交网站更新的状态也会激发一种连接感，[25]但也有研究指向了积极自我呈现和社会比较的关系及其心理后果。

线上积极自我呈现是指个体在社交媒体中有选择地展示个人感受及理想化的自我形象，以通过他人的积极社会评价来满足其特定心理需要的社交媒体使用行为。[26]个体的社交网站使用强度越高，往往会引发更多的社会比较，社会比较是指个体出于认识或提升自我的需要而将他人与自己进行比较的一种普遍的社会现象。[27]用户在社交媒体上的自我呈现不仅仅限于一对一的熟人私聊，也会在包含轻熟人与泛泛之交的朋友圈或群聊中呈现自我以实现人际关系的协调有序发展。因此微信在拓展用户强弱关系网络的同时，也加剧了用户暴露在各类社会比较之中的可能性。

需要注意的是，这种自我呈现主要是单向的自我展露，缺乏对朋友的主动关心与交流，且社交媒体上展示的理想自我可能会使其他好友感觉到距离感并引发向上社会比较等。陈世华等指出，网络弱关系交往的主要目的是获取社会资本，因为弱关系比强关系更容易传递有价值的、异质的信息和观念，这类社会交往更重视通过“印象管理”来获得基本信任。[28]一项针对朋友圈印象管理的研究发现，用户在以强关系为主的朋友圈中的印象管理程度较弱，而在以弱关系为主的朋友圈中则倾向于塑造理想自我，[29]这与Reinecke与Trepte对社交网站的研究一致，他们认为个体的自我呈现存在“积极偏差”，即偏向于塑造一个积极的自我，因为社交网络中积极的真实性比消极的真实性更受欢迎。[30]然而，积极呈现会引发社交媒体中的上行社会比较，从而产生自卑与挫败感，[31]也会使个体产生更强烈的社会孤立感，[32]从而导致消极情绪。国内关于微信使用与抑郁的研究发现，微信使用强度可以通过上行社会比较和妒忌的链式中介作用间接地正向预测抑郁等消极情绪。[33]

基于以上分析，本研究假设：

H6：微信使用强度正向预测社会比较

H7：社会比较在微信使用强度与孤独感之间起中介作用，且正向预测孤独感

结合上述分析，本研究假设定向交流与社会比较对孤独感的影响路径是互相独立的，并提出本研究的中介假设路径图(图1)，因此微信使用强度对孤独感的影响受这两条中介路径的共同作用。

图1 孤独感的产生机理模型

(一)工具

1.微信使用强度量表

本研究采用Ellison等人编制的社交网站使用强度量表来测量大学生的社交网站使用情况，[34]此量表可以获得比使用频率或持续时间指数更好的社交媒体使用率度量。在中国文化背景下，将该问卷进行适度修改以测量微信使用强度的相关研究表明，该量表具有较好的信效度。[35]本研究仅采用后6个项目，测量用户与社交网站(微信)的情感联系程度及后者融入个体生活的程度，如“微信是我日常生活的一部分”“当我有段时间未登录微信，我会感到与外界脱节了”。采用李克特五级量表评分，平均分越高代表微信使用强度越大。在本研究中，利用验证性因子分析方法，删去了因子载荷较低的题项及残差之间存在相关的题项，即第一题“使用微信是我日常活动的一部分”和第三题“微信是我日常生活的一部分”，这时该构面还有四个题目，可以进行结构模型分析。题项的因子载荷在0.553～0.820之间，均高于0.5，表明该量表的结构效度良好。本研究中该量表的Cronbach α系数为0.823。

2.定向交流量表

虽然社交媒体中的离身社交在生成情感支持的能力方面远弱于面对面的交谈，但伯格与卢克曼认为，在非面对面的交流工具中，人们可以通过增加交谈的频率或增强交谈的强度来“增强语言生成现实的能力”，给予个体“自己是重要人物”的这样一种自我认同。[36]这可以缓解社会比较带来的负面影响，如孤独感。好友间交流的频率和强度不仅与其原有的关系亲密度有关，还能促进或建立两者的亲密关系。因此，本研究通过测量用户在微信上与好友的交流的频率与强度这两个题项来测量用户利用微信进行主动、定向交流的程度，具体问题为“在微信上，我与关系亲密的好友会经常联系”与“在微信上，我与关系亲密的好友会进行深入交流”，采用李克特五级量表计分(1=“非常不符合”～5=“非常符合”)，最后求出个体在两个项目上的平均值，即为个体与强关系好友交流的程度。本研究中，验证性因子分析的结果显示其因子载荷量均大于0.800。在本研究中，该问卷的Cronbach α系数为0.888。

3.情感支持量表

在研究线上定向交流对情感支持的影响时，需要排除面对面互动带来的情感支持的干扰。基于此，Shensa等在面对面情感支持量表的基础上，制定了单独评估来源于社交媒体的情感支持量表(SM-ES)。该项目共四条，修改后的项目如“在社交媒体上，当我需要交谈时，有朋友能听我倾诉”“在社交媒体上，我有可以倾诉或谈论自己的问题的人”。[8]该量表采用李克特五级量表评定(1=“从不”～5=“总是”)，平均值为个体在社交媒体上获得的情感支持程度。根据实际需要，本研究将量表中的“社交媒体”修改为“微信”，并根据验证性因素分析的结果删除了因子载荷量较低的一个题项，即“在微信上，我感觉自己被他人欣赏”，其余题项的因子载荷量在0.699～0.916之间。本研究中该量表的Cronbach α系数为0.865。

4.社会比较量表

本文主要研究上行社会比较与一般社会比较对孤独感的影响，并采纳Steers等人设计的线上社会比较问卷(online social comparison scale)中的上行社会比较与一般社会比较这两个维度，[37]共包含四个题项，如“在微信中，与别人相比，我对自己完成的事情更不自信”，采取李克特五级量表评分(1=“完全不符合”～5=“非常符合”)，各维度的得分越高，表明个体越倾向于采用这类社会比较。本研究中，根据验证性因素分析删除了与其他题项的残差之间存在相关的一个题项，即“在微信中，如果我想知道一件事自己做得怎么样，我会与其他人进行比较”，其余题项的因子载荷量在0.687～0.894之间。本研究中该量表的Cronbach α系数为0.823。

5.孤独感量表

在对孤独感的操作化与测量中，本研究采取适用于成人的社会和情感孤独量表(SELSA)，该量表涵盖浪漫关系、家庭和社会孤独领域。[38]研究发现短版本的SELSA量表(即SELSA-S，包含15个项目)具有较高的内部信度，[39]鉴于短版本的孤独感量表能提高问卷的效率，本研究使用修订后的SELSA-S量表，采取李克特五级量表评分(1=“完全不同意”～5=“完全同意”)。本研究中，由于孤独感具有三个子构面，因此采用二阶验证性因素分析。其中友情孤独维度删除了两个题项，亲情孤独维度删除了一个题项，爱情孤独维度删除了两个题项，剩余题目的因子载荷量在0.643～0.935之间。本研究中该量表的Cronbach α系数为0.690。

(二)样本

在正式调查之前，研究者在一些学生之间开展了小范围的预调查，预调查时间为2021年3月23日。通过了解答题者对问卷的看法，发现问卷整体结构合理，长度适中，没有明显的理解歧义问题。之后，研究者利用微信平台发放线上问卷，可以便利地与调查对象进行解释与沟通，提高问卷完成度。由于本研究是探讨变量之间的影响关系，因此采取方便抽样的方法，可以满足本研究的目的，能够平衡抽样可行性与科学性的关系。本研究所获样本主要是大学生和研究生群体，由于这些群体是微信的主要用户和重度使用者，因此样本具有一定的代表性。

截至2021年3月29日，本研究共发放问卷440份，根据预调查问卷所显示的问卷完成时间，在剔除了答卷时长短于两分钟的问卷，及一些反向计分设计中出现前后不一致的问卷后，最终获得有效问卷346份，问卷回收率为78.6%；
进行结构方程分析时，通常要求样本数不低于潜变量数量的5倍，本研究采纳Hair等的建议：以问卷中最大构面的题项数目为主，以5～20倍为抽样数目。[40]本研究的样本数符合要求。其中男生为130人(37.6%)，女生为216人(62.4%)。在学历上，本科生197(56.9%)，硕士研究生132(38.2%)，用户的年龄主要集中在18～28岁(95.7%)。

(三)数据分析方法

本研究借助SPSS 22.0软件，对逆向评分的数据进行反向编码，并作描述性统计分析；
运用Harman单因素分析法，检查是否存在共同方法偏差。由于使用SPSS计算各维度的Cronbach α系数可能会低估问卷的可靠性，因此在做结构方程模型检验和中介效应分析前，使用Mplus 8.0进行验证性因子分析，计算构面间的相关系数、收敛效度与区别效度以检验该模型的信效度；
此外，对结构方程模型的拟合度进行检验，并使用bootstrap法进行多重中介比较分析，检验研究假设并比较各中介路径是否具有显著差异。

(四)共同方法偏差检验

鉴于本研究的样本数据是通过问卷获得的，可能会存在共同方法偏差(common method biases)，需要对此进行控制和检验。周浩与龙立荣将共同方法偏差的控制方法分为程序控制和统计控制两种，[41]本研究在程序控制方面采取的措施包括保护调查对象的匿名性、对部分条目使用反向表述等。为增强研究的严谨度，借助SPSS 22.0软件中的Harman单因子分析法来检验是否存在共同方法偏差，对微信使用强度、定向交流、情感支持、社会比较和孤独感等5个变量的全部题项数据进行主成分分析，结果显示特征值大于1的因子有7个，这7个因子的累积方差贡献率为68.75%；
其中第一主成分因子的方差贡献率为26.54%，小于临界值40%，说明本研究不存在严重的共同方法偏差。

(一)描述性统计分析

表1 各变量的基本情况

由表1可知，本研究中的调查对象在微信使用强度、定向交流和情感支持三个维度上均有较高的得分，而在社会比较和孤独感这两个维度上的得分则较低。

表2 性别差异比较

由表2可知，男女在微信使用强度、社会比较和孤独感方面没有显著差异(p>0.05)，在定向交流和情感支持两个维度存在显著差异(p<0.05)。

(二)验证性因素分析

表3 构面信度——收敛效度与区别效度分析表

在做结构方程模型分析前，本研究采用主成分分析法对各潜变量进行验证性因素分析。通过SPSS 22.0检验，KMO值为0.862，大于0.8，χ2的值为6669.112，SIG值为0.000，小于0.001，df值为0.465，表明数据适合做因子分析。

接下来利用Mplus8.0对样本进行验证性因素分析，删去因子载荷较低的题项及残差之间存在相关的题项，具体删除题项见研究方法中的量表介绍部分。最后，各构面各题项的因子载荷量均在0.5以上(见表3)，大多构面的组合信度(composite reliability，CR)都在标准以上，少数仍在可接受范围；
模型的平均提取方差(average variance extracted，AVE)均大于0.5的理想值，表明收敛效度良好；
对角线上的加粗值是各构面收敛信度的开根号值，均大于下三角处构面间的相关系数，表示判别效度良好。综上，该研究样本中的问卷具有良好的建构信度，可以进行结构方程模型分析。

其中，控制了性别、年龄及受教育程度等变量的相关分析结果显示，微信使用强度与定向交流、社会比较和情感支持呈显著正相关；
定向交流与情感支持呈显著正相关；
孤独感与定向交流和情感支持均呈现显著的负相关关系。本研究中各变量间的关系较为密切，相关系数的绝对值在0.164～0.545之间，适合开展进一步分析。

(三)主效应检验

本研究首先使用结构方程检验第一个假设，即微信使用强度对孤独感的主效应(H1)。微信使用强度对孤独感的标准化路径系数显著且小于零(β=-0.435，p<0.001)。微信使用强度解释了孤独感的显著变异量(R2=0.189，p<0.001)。主效应的结构方程模型各拟合指标均符合要求，其中χ2/df=1.472，远小于3，CFI=0.986，TLI=0.982，都超过0.9的理想水平；
RMSEA=0.037，SRMR=0.042，均小于0.08，说明整个模型的拟合良好。主效应检验的结果表明：本研究的假设H1得到支持。

(四)多重中介效应检验

中介效应检验的目的在于进一步探讨微信使用强度和孤独感之间的关系，并联合考察定向交流、情感支持和社会比较这几个重要变量对孤独感影响的路径关系。

1.各中介假设模型的拟合指标

使用Mplus 8.0软件检验依次加入各中介变量后各假设模型的拟合度。中介模型1为微信使用强度预测孤独感，定向交流和情感支持这两个变量作中介变量(H5)；
中介模型2为微信使用强度预测孤独感，变量社会比较作中介变量(H7)；
模型3为具有上述三个中介变量的多重中介路径模型(如图1)，以进一步探讨影响微信使用强度对孤独感影响的内部机制，各模型的拟合指标见表4。由表4可知，各模型的拟合度都达到了较为理想的水平，χ2/df的值均小于3，CFI/TLI的值均大于0.9，RMSEA的值均小于0.08，本研究最终采纳模型4进行特定间接效应分析和多重中介效应的比较分析。

表4 3个假设模型的拟合指标

2.中介效应模型的特定间接效应分析

本研究在检验多重中介路径效应之前(如H2、H4)，首先检验微信使用强度是否对各中介变量即定向交流、情感支持和社会比较有显著的直接影响。本研究构建以微信使用强度为自变量，定向交流、情感支持和社会比较为因变量的结构方程模型。在这个模型中，微信使用强度对定向交流、情感支持和社会比较均有显著的正向影响(标准化路径系数分别为β=0.627，p<0.001；
β=0.265，p<0.01；
β=0.375，p<0.001)，且该结构方程的拟合度良好：χ2/df=2.825，CFI=0.918，TLI=0.905，RMSEA=0.073。因此假设H3、H6得到验证。

中介效应假设同样使用Mplus软件进行检验。关于中介效应假设检验的方法，Hayes通过梳理指出：以往检验中介效应的最常用方法是Baron和Kenny在1986年推广的因果步骤法(causal steps)，但该方法并非建立在量化的基础上；
现代最著名的中介效应检验法是索贝尔检验(Sobel test)，该方法也存在不足之处，它需要假设间接效应的抽样分布是正态的，而ab的抽样分布往往是不对称的；
在替代方法中，Hayes认为参数自助法(parametric bootstrap)是目前最理想、最具统计效力的中介效应检验方法，而且已经应用在一些结构方程模型分析软件中，如Mplus、AMOS等。[42]本研究在利用Mplus做中介效应分析时，采用Preacher与Hayes提出的参数自助法[43]进行5000次的重复抽样并获取各中介效应的两种95%置信区间：Bias corrected 95%CI和Percentile 95% CI，以更有效地检验模型中各间接效应的显著性，并对模型中的多重中介进行比较，以判断各间接效应之间是否存在显著差异。

本研究的中介效应路径图如图2所示，其中实线代表路径系数显著，虚线代表路径系数不显著。本研究的多重中介效应分为三个方面(见表5)：①定向交流、情感支持和社会比较的个别和连续中介效应；
②总的中介效应，即TIE；
③对比中介效应，如定向交流vs情感支持。结果如表5所示：微信使用强度通过定向交流到孤独感的特定中介效应为-0.084，但其Bias corrected 95%CI(CI=[-0.187，0.007])包含零，因此定向交流的个别中介效应不显著，因此假设H4不成立；
微信使用强度通过情感支持到孤独感的个别中介效应为-0.129，微信使用强度依次通过定向交流和情感支持到孤独感的连续中介效应为-0.196，微信使用强度通过社会比较到孤独感的特定中介效应为0.097，且这三个特定中介效应的Bias corrected 95% CI和Percentile 95% CI均不包含零值，说明这三个中介变量的中介效应是显著的，假设H2、H5、H7得到验证。总体而言，微信使用强度通过三个中介变量的总中介效应为-0.311，且其Bias corrected 95% CI(CI=[-0.476，-0.172])也不包含零，表明中介效应显著，且是完全中介效应，即微信使用强度通过中介变量的作用显著负向预测孤独感，假设H1得到验证。

就对比中介效应而言，社会比较与定向交流的中介效应具有显著差异(Bias corrected 95%CI不包含零，CI=[-0.310,-0.070])，社会比较与情感支持的个别中介效应存在显著差异(Bias corrected 95%CI不包含零，CI=[-0.353，-0.100])，社会比较与定向交流和情感支持的连续中介效也存在显著差异(Bias corrected 95%CI不包含零，CI=[-0.425，-0.187])，其他特定间接效应间的差异则不显著(Bias corrected 95%CI和Percentile 95%CI均包含零)。

表5 中介效应模型的特定间接效应分析

图2 结构模型路径检验结果

(一)定向交流对孤独感具有抑制作用

本研究发现，微信使用强度显著正向预测定向交流，且定向交流可以通过情感支持的中介作用而负向预测孤独感(见图2)。根据社会渗透理论(social penetration theory)，人际关系的发展是与人际沟通的系统性变化紧密联系着的，人际关系借由交往双方在自我揭露上的深度与广度而向更亲密的水平发展。[44]在人们讨论的话题由窄到宽、由浅到深的过程中，人们之间亲密关系的层次也增加了；
同样，双方关系的亲密程度可以预测交流的层次。实证研究表明，无论是敏感信息还是一般信息，大学生都倾向于向亲密好友而非关系疏远的普通朋友或泛泛之交进行表露。[45]由于微信好友多是用户线下熟人关系的复刻，因此随着微信使用强度的增加，表征关系亲密程度的频繁、深入的定向交流也随之增多；
而这一交流方式的选择本身也象征着彼此对这段关系亲密程度的再确认，富有情感支持的交流也更可能发生在这种互动中，且情感支持对孤独感的负向预测作用显著。因此，为了更好地利用微信社交来消解孤独，应选择利用表达关心和促进感情的定向交流方式。

(二)情感支持的单独中介作用比较显著而孤独感的性别差异不显著

本研究基于社会支持理论的主效应模型，验证了在线情感支持在微信使用强度与孤独感之间的中介作用，即微信使用能够经由情感支持的单独中介作用显著负向预测孤独感。此外，微信使用强度对情感支持的直接效应小于微信使用强度通过定向交流预测情感支持的中介效应。其可能的原因在于，用户除了与关系亲密的重要他人进行经常性的或深入的交流以满足其情感需求外，也可能通过其他方式产生满意性的连接，如朋友圈评论等社交方式[23]，今后可以在细化各类微信使用方式的基础上，比较不同社交方式作用于孤独感的效应量大小。

性别在定向交流和情感支持两个维度上均存在显著差异，且女性在这两个维度上的得分都较高于男性。这一结果验证了Jourard的早期研究，产生这种差异的原因可能在于男性对其坚强、含蓄等性别角色的内化使得其被迫对自己和他人隐藏诸多真我。[46]然而，本研究并未发现性别在孤独感维度的显著差异。Stokes通过实证研究指出，至少存在一个亲密关系(互相喜欢和亲密的)也会带来亲密的自我表露和较低水平的孤独感[47]；
本研究中男女两性在定向交流和情感支持两个维度上均呈现出较高水平，这可能是男女两性均未表现出孤独感的一个有力解释。

(三)社会比较对孤独感具有消极影响

本研究验证了微信中的社会比较现象：微信使用可以通过社会比较的单独中介作用显著正向预测孤独感，且该中介路径与情感支持的个别中介效应和连续中介效应均存在显著差异，即认为微信社交中的社会比较是造成孤独感的一个消极因素。

其一，微信使用强度显著正向预测社会比较。社会比较的滋生与加剧深受现代社会和社交媒体这两大背景的影响。在现代社会，自我认同从传统社会先赋固定的外在身份性自我认同转变成了内在的反思性自我认同，但个体通过内在反思建构的自我意识不仅仅是在个体内部发生的事情，还渗透着他者评价，是“自我宣称”与“他者评价”相一致的结果。[48]社交媒体为个体的自我表征和他人的互动反馈提供了便利场所，如在朋友圈或群聊中获得的赞赏与肯定，且在“分享即存在”的社交氛围中，人们不仅把他人当作表演的观众，也在时刻监视他人的表演，这种互相监视的表演情境使得人们时刻处于社会比较之中。[49]随着微信使用强度的增加与微信好友的泛化，微信社交中的社会比较也随之产生。

其二，社会比较在微信使用强度与孤独感中的中介作用分析。社会比较广泛发生在强关系好友和弱关系好友之间，但产生的效果却可能不同。Tesser等提出的自我评价维护模型(self-evaluation maintenance，SEM)[50]认为，个体与心理上亲近的他人进行社会比较会产生两种效果：对比效果和同化效果。对比效果会使个体产生负面的自我评价。而在同化效果中，亲密他人的成就会为个体带来积极的自我评价与较高的价值感，这时个体把亲密他人视为自我的一种表征和自我概念的重要组成部分；
而弱关系间的社会比较则只能产生负面的对比效果。微信同时包含强关系和弱关系，甚至是泛泛之交，因此微信使用通过社会比较预测孤独感的作用机制比较复杂。在本研究中，虽然微信使用通过社会比较影响孤独感的中介作用显著，但效应量较小，其原因可能在于，微信可以通过社会比较的同化效果来减轻用户的负面情绪，也可能通过社会比较的对比效果来加剧用户的负面情绪。[51]

(四)整体上的“社交孤独”并不存在

本研究基于友谊泛化的线上社交现状，构建了包含“促进”与“阻碍”孤独感的两条反向中介路径，验证了导致社交孤独的消极因素，但总的中介效应表明：随着微信使用强度的增加，个体的孤独感会得到舒缓而非强化，这说明了线上社交与孤独感的复杂关系。

具体来说，微信使用强度作用于孤独感的直接效应不显著，微信使用强度作用于孤独感的总中介效应为负值且在95%的置信区间上显著，因此该研究模型的总效应等于总中介效应，即中介变量完全中介了自变量微信使用强度对孤独感的影响，且正向影响大于负向影响。这一结果表明，固然线上社交存在消极的一面，即微信使用可以经由社会比较的中介作用而导致孤独感的产生，但总的微信使用可以抵消社会比较的负面效应。这与焦开山的结论相异，其认为微信的过度使用不仅不能缓解个体的孤独感，反而会因为脱离于现实的人际交往而进一步加剧孤独感。[52]本研究认为，以熟人关系为主的社交媒体更有助于产生情感支持，且微信具有的多种用户连接技术如图片、语音、视频等也有助于用户产生亲密连接的感觉。

社交孤独假说是将面对面交往与线上交往作为两个互不兼容的社交场域，并通过对比两者的优劣提出来的。该假说认为，面对面的具身互动在人际交往和情感联系上的价值要高于中介化的线上互动。在身体在场的友谊性交往中，行动主体对彼此采取“汝-取向”(thou-orientation)的态度，这种能够直接体验到他者注视的友谊是促进主体行动自律和道德自觉的外在结构性压力。[53]因此个体必须付出情感和时间，以实时的全身心倾听与回应，及富含同理心的交谈参与对方的经验世界；
同时，这种倾听和关注可以使彼此感受到对方的应答性(responsiveness)，应答性是维持亲密关系的重要机制。[54]而去身体化的网络交流却缺乏这样的结构性条件，雪莉·特克尔指出网络信任的式微和友谊质量的降格对孤独感的影响：“我们时常感到孤独，却又害怕被亲密关系所束缚……在网络中我们彼此连接，同时也可以互相隐身”，结果导致我们只愿意接近他人有趣的部分。[1]这种批判过于悲观。本研究表明，用户在使用微信的过程中获得的情感支持足以抵消社会比较所造成的孤独感，也说明用户通过主动性的微信使用产生了更多社交联系。由此可知，从整体上来说，“社交孤独”并不存在。

(一)理论与现实意义

首先是理论意义。本研究通过引入定向交流和情感支持等中介变量，扩展了微信使用强度与孤独感的影响机制研究，且比较了“促进”因素与“阻碍”因素作用于孤独感的中介效应。这种双向视角增强了社交媒体使用对社交孤独作用机制的解释力度，因此具有一定的理论意义。

其次是现实意义。本研究认为，在线上好友泛化的社交媒体环境中，与亲密好友进行主动的直接交流以获得重要他人富有情感的显性确认，可以抵消泛泛之交在社交媒体上展示的理想形象对个体既有自我认同和孤独感的消极影响：“虽然任何泛泛之交者都可能让某人确认自己是个彻底的失败者，但具有亲密关系的人的确认则意味着不可推翻的定论”。[36]因此，重拾真诚无间的交流、促进亲密关系的维持与发展，才能有效摆脱自我异化的“社交孤独”状态。

(二)研究不足

本研究的不足之处有三。一是本研究尽管解释了影响社交媒体用户孤独感的中介路径，但选取的研究平台仅仅针对微信平台。需要注意的是，目前人们习惯于利用平台间的功能差异而同时在多个社交媒体平台中切换使用。他们在不同平台中塑造不同的自我形象并与特定圈子进行互动以实现社交管理，而这种平台摇摆行为可能造成个人的社会情感被割裂的消极后果。[55]因此，未来的研究可以选取多个平台进行对比研究。二是本研究的调查对象为高校学生，虽然具有较强的科学性和可行性，但未来在条件允许的情况下，应进一步扩大样本的范围，对不同学历层次、年龄阶段的用户群体进行对比性探讨。三是互联网社交使用与在线情感支持可能存在互为因果的关系，[19]仅仅借助问卷调查获得的观测数据来研究变量间的因果关系可能无法彻底排除构面间的内生性问题(本研究通过引入社会支持理论来处理内生性问题)。除了强化理论建构之外，今后的相关研究也可以利用各类实验方法来解决此类问题。

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